Intersektorale Lohndifferentiale

Schmidt, Elke Maria Article Intersektorale Lohndifferentiale Zeitschrift für Wirtschafts- und Sozialwissenschaften (ZWS) - Vierteljahresschrift der Gesellschaft für Wirtschafts- und Sozialwissenschaften, Verein für Socialpolitik Provided in Cooperation with: Duncker & Humblot, Berlin Suggested Citation: Schmidt, Elke Maria (1992) : Intersektorale Lohndifferentiale, Zeitschrift für Wirtschafts- und Sozialwissenschaften (ZWS) - Vierteljahresschrift der Gesellschaft für Wirtschafts- und Sozialwissenschaften, Verein für Socialpolitik, ISSN 0342-1783, Duncker & Humblot, Berlin, Vol. 112, Iss. 2, pp. 201-218, https://doi.org/10.3790/schm.112.2.201 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/291778 Standard-Nutzungsbedingungen: Die Dokumente auf EconStor dürfen zu eigenen wissenschaftlichen Zwecken und zum Privatgebrauch gespeichert und kopiert werden. 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Sozialwissenschaften (ZWS) 112(1992),S.201-218 Duncker & Humblot, Berlin 41 Intersektorale Lohndifferentiale Eine mikroökonometrische Untersuchung mit Paneldaten für die Bundesrepublik Deutschland* Von Elke Maria Schmidt 1. Einleitung Mit der zunehmenden Verfügbarkeit von Individualdatensätzen und der formalen Darstellung der Effizienzlohntheorie ist die Untersuchung sektoraler bzw. branchenmäßiger Lohnstrukturen in den letzten fünf Jahren wieder in den Mittelpunkt der Arbeitsmarktforschung gerückt. Basierend auf Individualdaten sind empirische Studien für die USA und die Bundesrepublik Deutschland vorgelegt worden (vgl. Krueger/Summers 1987, 1988; Dickens/Katz 1986; Murphy/Topel 1988; Blackburn/Neumark 1988; Gerlach/Hübler 1990), die überprüfen, ob die kompetitive Theorie zur Erklärung intersektoraler Lohndifferentiale ausreichend ist, oder ob hier alternative nichtkompetitive Ansätze heranzuziehen sind. Getestet wird demzufolge, inwieweit die Heterogenität der Arbeitskräfte, den individuellen Nutzen beeinflussende nichtpekuniäre Vor- und Nachteile von Arbeitsplätzen sowie transitorische Arbeitsmarktunvollkommenheiten ausschlaggebend für die zu beobachtenden Lohnunterschiede sind. Das methodische Vorgehen beinhaltet die Schätzung von um Sektorvariablen erweiterten humankapitalorientierten Einkommensfunktionen. Ermittelt werden so für individuelle Charakteristika kontrollierte Branchenlohneffekte. Die kompetitive Theo- * Diese Untersuchung entstand im Rahmen des von der Deutschen Forschungsgemeinschaft geförderten Projekts „Langfristige Beschäftigung". Dem Sfb 3 und dem DIW danke ich für die Überlassung der Daten der ersten Welle und der vorläufigen Daten der zweiten, dritten und vierten Welle des Sozio-ökonomischen Panels. Für wertvolle Hinweise zu früheren Fassungen danke ich Ursula Jaenichen, Viktor Steiner und den Teilnehmerinnen des Seminars zur Arbeitsmarktforschung am Institut für Quantitative Wirtschaftsforschung der Universität Hannover. Nach der kompetitiven Arbeitsmarkttheorie reflektieren intersektorale Lohnunterschiede neben transitorischen Arbeitsmarktunvollkommenheiten Ausstattungsunterschiede der Arbeitskräfte. Mit Individualdaten wird diese Hypothese für die Bundesrepublik Deutschland getestet. Humankapitalorientierte Einkommensfunktionen werden zum einen mit Querschnittsdaten geschätzt, zum anderen mit Längsschnittdaten als Fixed- und Random-effects Modelle spezifiziert. Letzteres Vorgehen ermöglicht, für die unbeobachtete Heterogenität der Arbeitskräfte, die eine Verzerrung der Querschnittschätzungen verursachen kann, zu kontrollieren. ZWS 112 (1992) 2 14 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.112.2.201 | Generated on 2023-04-04 12:16:37 202 Elke Maria Schmidt rie impliziert zum einen eine erheblich geringere Streuung dieser kontrollierten Branchenlöhne verglichen mit der von durchschnittlichen. Zum zweiten dürfte die erklärte Varianz der beobachteten Einkommen durch die Berücksichtigung von Sektorvariablen nicht signifikant gesteigert werden. Keine dieser Hypothesen findet jedoch in den empirischen Studien Bestätigung, was dann vielfach als indirekter Beweis für die Gültigkeit nichtkompetitiver effizienzlohntheoretischer Ansätze gedeutet wird. Zentrale Aussage dieser Ansätze ist, daß sich die Zahlung von höheren als den Marktlöhnen als Konsequenz des gewinnmaximierenden Verhaltens von Unternehmen ergibt. Lohnerhöhungen über das Marktniveau hinaus steigerten den Gewinn, weil sie positiv auf die Leistungsintensität der Arbeitskräfte bzw. die Arbeitsproduktivität wirkten und, damit verbunden, die Kosten pro Effizienzeinheit Arbeit reduzierten. Sind die Beweggründe zur Zahlung von Effizienzlöhnen, genannt werden hier die Reduzierung von Kontroll- und Turnover-Kosten, die Selektion produktiver Arbeitskräfte sowie eine höhere Loyalität der Arbeitskräfte gegenüber den Unternehmen (vgl. Katz 1986), von unterschiedlicher Relevanz in den Sektoren, so kann dies zur Herausbildung der beobachteten intersektoralen Lohndifferentiale führen. Gleichzeitig wird aber auch immer wieder auf ein empirisches Defizit der Studien hingewiesen, nämlich daß die Heterogenität der Arbeitskräfte durch Kontrollvariablen wie Schuldauer, Berufserfahrung und Betriebszugehörigkeitsdauer eventuell nur unzureichend erfaßt wird und unbeobachtete Fähigkeiten hier eine entscheidende Rolle spielen. Schon bei nur geringer Korrelation zwischen solchen Fähigkeiten und den beobachteten Ausstattungsunterschieden würden die Sektorlohneffekte mit einem omittedvariable-bias geschätzt. Sie reflektierten letztlich die sektoralen Unterschiede in der unbeobachteten Ausstattung der Arbeitskräfte. Bezüglich dieses Aspekts kommen Arbeitsmarktforscher in den USA zu divergierenden Ergebnissen. Krueger/Summers 1988 und Blackburn/Neumark 1988 finden empirisch mit jeweils unterschiedlichen Daten und Verfahren keine Bestätigung für die Relevanz solcher unbeobachteten Fähigkeiten, Murphy/ Topel 1988 hingegen ermitteln, daß ca. 70% der geschätzten Sektorlohneffekte hierauf zurückzuführen sind. Mit Daten aus den ersten vier Wellen des Sozio-ökonomischen Panels wird in diesem Beitrag anhand von Fixed- und Random-effects-Modellen der Frage nachgegangen, inwieweit unbeobachtete zeitinvariante Individualeffekte für die branchenmäßige Lohnstruktur in der Bundesrepublik Deutschland ausschlaggebend sind. In Abschnitt 2 werden die Ergebnisse jüngerer Studien aus den USA und der Bundesrepublik Deutschland kurz referiert. In Abschnitt 3 wird der methodische Ansatz dieser Untersuchung erläutert. Die Ergebnisse der ökonometrischen Schätzungen sind in Abschnitt 4 dokumentiert. Der Beitrag schließt mit einem Fazit. ZWS 112 (1992) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.112.2.201 | Generated on 2023-04-04 12:16:37 Intersektorale Lohndifferentiale 203 2. Bisherige empirische Studien Für die USA stellen Krueger/Summers 1988 mit 74er, 79er und 84er CPS- Daten durchweg die Signifikanz von Sektordummies in Einkommensfunktionen fest. Unabhängig von der Ausstattung der Arbeitskräfte sind 1984 sektorspezifische Lohnzu- bzw. Lohnabschläge von maximal 35 % zu beobachten, wobei Lohnprämien insbesondere in der chemischen Industrie und in den Investitionsgüterindustrien erzielt werden. Am unteren Ende der sektoralen Lohnhierarchie stehen die Dienstleistungsbereiche. Verstärkt werden die sektoralen Lohneffekte zudem, wenn als endogene Variable die gesamte monetäre Kompensation herangezogen wird, also der Verdienst einschließlich monetärer Zusatzleistungen. Zusätzliche Kontrollvariablen für Arbeitsbedingungen führen zu keiner Änderung dieser Ergebnisse. Verglichen mit der unkontrollierter Sektorlöhne liegt die Standardabweichung der geschätzten Sektorlohneffekte nur um ca. 10%-Punkte geringer. Auch die Rangfolge der Sektoren wird durch die Berücksichtigung von Ausstattungsunterschieden der Arbeitskräfte kaum verändert, Krueger/Summers 1987 ermitteln für 1984 einen Korrelationskoeffizienten von 0,95 zwischen kontrollierten und unkontrollierten Sektorlöhnen. Gleichermaßen hohe Korrelationen ergeben sich zwischen den kontrollierten Sektorlöhnen der verschiedenen Jahre (Krueger/Summers 1988), ein Resultat, das dem Argument, es handle sich bei intersektoralen Lohndifferentialen um transitorische Phänomene, entgegensteht. Auf die Rangstabilität sektoraler Lohnstrukturen sowohl intertemporal als auch international wiesen u.a. bereits Slichter 1950, Lebergott 1947 und Ho ff mann 1961 hin. Krueger/ Summers 1987 bestätigen diese Befunde noch einmal. Basierend auf den jährlichen Verdiensten vergleichbarer vollzeitbeschäftigter Arbeitskräfte in neun Sektoren ermitteln sie Korrelationen zwischen 0,6 und 0,9 zwischen den Sektordurchschnittslöhnen von 1984 und denen seit 1900. Im gleichen Intervall liegen die Ergebnisse beim Vergleich der Sektordurchschnittslöhne in 13 Ländern für 1973 und 1982. Mit Branchenwechslern betrachten Krueger/Summers 1988 Arbeitskräfte, die mit gleichen Fähigkeiten in unterschiedlichen Sektoren arbeiten. Durch die Schätzung von First-Difference-Modellen kontrollieren sie für die unbeobachtbaren Fähigkeiten dieser Individuen. Auch hier sind die Sektorvariablen signifikant, darüber hinaus entsprechen die hier geschätzten Sektoreffekte größtenteils denen aus einer einfachen gepoolten Regression. Korrekturen der First-Difference Ergebnisse für Meßfehler hinsichtlich der Branchenklassifikationen führen zu einer weiteren Angleichung beider Schätzungen. Sind die Branchenwechsel überwiegend freiwillig erfolgt, können die Sektoreffekte mit einem Auswahlfehler geschätzt sein. Krueger/ Summers wiederholen darum ihre Analyse für ein Sample von entlassenen ZWS 112 (1992) 2 14* OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.112.2.201 | Generated on 2023-04-04 12:16:37 204 Elke Maria Schmidt Arbeitskräften, First-Difference- und Querschnittschätzungen sind jedoch auch hier sehr ähnlich. Mit 83er CPS-Daten betrachten Dickens/Katz 1986 industrielle Lohnstrukturen innerhalb von zwölf Berufsgruppen für Nichtgewerkschaftsmitglieder. Sie verwenden ein Interaktionsmodell mit Dummy-Variablen für Industrie-Berufszellen. Die geschätzten Industrie-Berufseffekte analysieren sie nach Berufsgruppen. Ergebnis sind positive Korrelationskoeffizienten, überwiegend größer als 0,7, zwischen beruflichen Industrielohnstrukturen, unabhängig davon, ob für Ausstattungsunterschiede kontrolliert wurde oder nicht. Die Resultate von Hübler/Gerlach 1990 basieren auf der ersten Welle des Sozio-ökonomischen Panels und einem Datensatz für das Bundesland Bremen. Trotz Berücksichtigung der Merkmale von Arbeitskräften und Arbeitsplätzen erweist sich auch in ihren Schätzungen eine aus den durchschnittlichen Sektorlöhnen gebildete quantitative Sektorvariable jeweils als signifikant. Die Ergebnisse von Dickens/Katz bezüglich der sektoralen Lohnstruktur nach Berufen können Hübler/Gerlach 1989 jedoch nicht bestätigen. Sie erhalten geringere und auch negative Korrelationen zwischen den kontrollierten beruflichen Sektorlohnstrukturen. Mit CPS-Daten schätzen Murphy/Topel 1988 First-Difference-Modelle für Branchenwechsler, um für unbeobachtete Heterogenität der Arbeitskräfte zu kontrollieren. Sie regressieren dabei die beobachteten Lohnänderungen der Wechsler auf für Nichtwechsler in Einkommensfunktionen geschätzte Branchenlohneffekte. Hiernach erhalten die Branchenwechsler durchschnittlich nur 29% des Lohnzuschlags bzw. -abschlags, der aus der Schätzung für Nichtwechsler prognostiziert worden ist. Dieses Ergebnis deuten Murphy/Topel als Bestätigung für die Relevanz unbeobachtbarer Fähigkeiten zur Erklärung von Branchenlohndifferentialen. Die Verwendung eines Samples von Männern aus dem National Longitudinal Survey erlaubt Blackburn/Neumark ein direkteres Vorgehen. Sie verwenden Intelligenzquotienten und den ,Knowledge of the World of Work' Index als fehlerbehaftete Messungen für unbeobachtbare Fähigkeiten. Sowohl mit jeweils einem der beiden Fähigkeitenproxies als auch mit beiden spezifizieren sie Fehler-in-den-Variablen Modelle. Die Identifikation dieser erfolgt über die Erklärung von Fähigkeiten durch den familiären Hintergrund der Individuen. Systemschätzungen mit den Fähigkeitenproxies führen jedoch nicht zu merklich reduzierten Brancheneffekten, „unobserved ability is not an important explanation of industry wage differentials" (Blackburn/Neumark 1988, 25). ZWS 112 (1992) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.112.2.201 | Generated on 2023-04-04 12:16:37 Intersektorale Lohndifferentiale 205 3. Ansatz der ökonometrischen Untersuchung Die in einer Standardeinkommensfunktion ermittelten Brancheneffekte unterliegen einem omitted-variable-bias, wenn unbeobachtbare Fähigkeiten mit den Branchen- bzw. Sektordummies korrelieren. Lautet das wahre Modell (1) Vi = ßo + 2 Xki ßk+^Z Bbi Öb + Ai + Ui k b mit i = 1, N als Index für die Individuen b = 1, . . B- l1 als Index für die Branchen k = 1, K als Index für Kontrollvariablen yt = logarithmiertes Einkommen für Individuum x Xki = k-te Kontrollvariable für Individuum i Bbi = b-ter Branchendummy für Individuum i 1 falls Individuum i in Branche b ™bi - A , 0 sonst Ai = unbeobachtete Fähigkeiten von Individuum i Ui = Störgröße und besteht zwischen den At und den Branchendummies Bbi der durch folgende Hilfsregression dargestellte Zusammenhang (2) = 2 Bbi yb + ei b so werden, ausgehend vom beobachteten Modell (3) (3) Vi = ß0 + 2 ßk + 2 Bbi öi + Ui k b = ßo + 2 0Cki ßk + 2 Bbi (öb + Yb) + Ui + ei k b die Brancheneffekte öb verzerrt geschätzt, denn (4) plim (dt) = öb + yb. Die kompetitive Theorie impliziert einen positiven Bias für dt. Unter der Annahme, daß die unbeobachtbaren Fähigkeiten im Zeitablauf konstant sind, kann für sie mit Längsschnittdaten in Fixed- und Randomeffects-Modellen kontrolliert werden, was konsistente Schätzungen der Brancheneffekte öb ermöglicht. Betrachtet wird dann das lineare Regressionsmodell (vgl. Judge u.a. 1988, 468 - 491). 1 Wenn das Absolutglied ß0 spezifiziert wird, ist die Restriktion 2 öb = 0 zu berücksichtigen und eine Branche als Standardgruppe zu definieren. Andernfalls entstünde vollständige Multikollinearität zwischen dem Absolutglied und der Matrix von Branchendummies. Die 6b geben die Höhe des Lohnzu- bzw. Lohnabschlags in Branche b an im Vergleich zur Standardgruppe. ZWS 112 (1992) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.112.2.201 | Generated on 2023-04-04 12:16:37 206 Elke Maria Schmidt (5) Vit = Ai + 2 Xkit ftc + 2 Bbit öb + uit k b mit t als Periodenindex. Im Fixed-effects-Modell werden die A{ als deterministische Individualeffekte aufgefaßt, für die durch Dummy-Variablen für jedes Individuum kontrolliert wird. Alternativ hierzu können die Parameter ßk und öb getrennt von den Ai als Within-Schätzer im folgendermaßen transformierten Modell ermittelt werden (6) (Vit-Vi.) = 2 (Xkit-Xki)ßk k + 2 (Bbit-Bbi.) öb + uit-uL b mit i/i. = 2 VitfTund analog für xki_, Bb¿. und w*.. t Die Residuen beider Modelle sind identisch, so daß die Durchführung von F- und ¿-Tests auf Signifikanz der Brancheneffekte und Individualeffekte keine Probleme bereitet.2 Im Random-effects-Modell werden die Individualeffekte A{ als individuenspezifische, unabhängig und identisch verteilte Zufallsgrößen aufgefaßt mit (7) Ai= ß o + Wi ßo = fixe Komponente des individuenspezifischen Störterms Wi = individuenspezifische Störgröße mit E (Wi) = 0 und Var (w{) = Die sich hiermit ergebende Störgröße des Random-effects-Modells (8) vü = Wi + Uit ist nicht-sphärisch, bei einem unvollständigen Panel, d.h. ungleicher Anzahl von Beobachtungen für die Individuen, liefert die Anwendung von OLS auf das transformierte Modell (vgl. Baltagi 1985) (9) {Vit-CLiVi) = 2 (Xkit-CLiXki,) ßk k + 2 (Bbit - ai BbL) öb + uit - «t Ui. b effiziente GLS-Schätzungen. 2 Bei Schätzung des transformierten Modells mit statistischen Programmpaketen wie z.B. SPSSX werden allerdings die Individualeffekte bei der Berechnung der Freiheitsgrade nicht berücksichtigt. Die ausgegebene Störgrößenvarianz sowie die Teststatistiken sind entsprechend zu korrigieren. ZWS 112 (1992) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.112.2.201 | Generated on 2023-04-04 12:16:37 Intersektorale Lohndifferentiale 207 Die Varianzen und cr£ der Störgrößenkomponenten können konsistent aus den Residuen eines gepoolten Modells geschätzt werden. Das Fixed-effects-Modell bzw. First-Difference-Modell im Fall von zwei Beobachtungen je Individuum liefert konsistente Parameterschätzungen, hat jedoch auch Nachteile. Zum einen wird die Anzahl der Freiheitsgrade durch die Spezifikation von Individualeffekten erheblich reduziert, zum anderen ist hier ein Informationsverlust zu verbuchen, weil zur Schätzung der Parameter nur die Within-Streuung der Beobachtungen ausgenutzt wird, also die Streuung der Variablen um ihren individuellen Mittelwert, nicht jedoch die Streuung der Variablen über die Individuen. Folglich basieren die im Fixed-effects-Modell geschätzten Brancheneffekte hauptsächlich auf den Beobachtungen für solche Individuen, die während des Beobachtungszeitraums die Branche gewechselt haben. Dies kann Probleme mit sich bringen, wenn der Anteil solcher Branchenwechsler gering ist, denn „a variable, which varies mostly across individuals and only a little over time for the same individual will have its coefficient under estimated by any method which neglects Variation across individuals among individual means" (Nerlove 1971, 395). Das Random-effects-Modell hat diese Nachteile nicht, weil hier in die Parameterschätzungen sowohl die Within-Streuung als auch die Between-Streuung der Beobachtungen eingeht. Da so mehr Informationen als im Fixed-effects-Modell genutzt werden, sind die Random-effects-Schätzungen auch effizienter. Dies gilt jedoch nur, wenn die individuenspezifischen Störterme unabhängig verteilt sind und nicht mit den exogenen Variablen korreliert. Andernfalls unterliegen die im Randomeffects-Modell geschätzten Parameter einem Spezifikations-bias und die auch in diesem Fall konsistenten Fixed-effects-Schätzungen sollten vorgezogen werden (vgl. Mundlak 1978). Der Hausman-Test (Hausman 1978) liefert ein Instrument zur Diskriminierung zwischen beiden Modellen. Ist die Annahme einer Korrelation zwischen Branchenvariablen und unbeobachteten Fähigkeiten, die schließlich zur Spezifikation von Individualeffekten in Modellen für Längsschnittdaten führte, zutreffend, so liefert das Randomeffects-Modell keine konsistenten Schätzungen der Brancheneffekte. 4. Ergebnisse der ökonometrischen Untersuchung Datenbasis für die ökonometrische Studie bilden die ersten vier Wellen (1984 - 1987) des Sozio-ökonomischen Panels (vgl. Hartefeld 1987). Vier Querschnitte wurden gebildet und anschließend zu einem Längsschnittsample gepoolt. Einbezogen wurden deutsche und ausländische Männer und Frauen, die zum jeweiligen Befragungszeitpunkt als Arbeiter oder Angestellte voll- oder teilzeiterwerbstätig waren. Nach Ausschluß von Fällen mit fehlenden Werten und/oder Inkonsistenzen in den relevanten Variablen liegen die Stichprobenumfänge der Querschnitte zwischen 4333 (1984) und ZWS 112 (1992) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.112.2.201 | Generated on 2023-04-04 12:16:37 208 Elke Maria Schmidt 3073 (1987). Das gepoolte Sample umfaßt die Fälle, für die in mindestens zwei Querschnitten Beobachtungen vorliegen. Von diesen 3966 Individuen (13236 Beobachtungen) haben nur 7% (276) innerhalb des gesamten Beobachtungszeitraums wenigstens einmal die Branche gewechselt. Gegenstand der Untersuchung ist die Einkommensfunktion (10) lnY = ß0 + ßi S + ß2 S* AUSL + ß3 AUSL + ß4 EX + ßb EXSQ + ße TEN + ß1 SEX + ß8 WTIME + 2 öbBb + u b mit lnY = logarithmiertes monatliches Einkommen, S = Dauer der schulischen Bildung einschl. Fachhochschule, Hochschule und Lehre, AUSL = Dummy für ausländische Staatsangehörigkeit, EX = potentielle Berufserfahrung in Jahren, EXSQ = EX2, TEN = Beschäftigungsdauer im jetzigen Betrieb, SEX = Dummy für Geschlecht, WTIME = monatliche Arbeitszeit in Stunden, Bb = Dummy für die b-te Branche und u = Störterm. Diese Einkommensfunktion wurde zum einen mit den Querschnitten geschätzt, zum anderen als Fixed-effects und Random-effects-Modell mit dem Längsschnittsample. Die Ergebnisse sind vollständig in der Anhangtabelle enthalten. Die in Tabelle 1 dokumentierten Brancheneffekte3 geben an, um wieviel Prozent höher bzw. geringer c.p. der Verdienst in der betrachteten Branche liegt im Vergleich zu dem in der Standardgruppe Eisen- und Stahlverarbeitende Industrie4. Wie F-Tests zeigen, sind die Branchendummies in jeder Querschnittschätzung signifikant. Im Durchschnitt über die vier Jahre streuen die kontrollierten Branchenlöhne zwischen -38% und +11% um den in der Vergleichsgruppe. Hochlohnbranchen sind mit Ausnahme des Kredit- und Versicherungswesens im Verarbeitenden Gewerbe zu finden, so der Bergbau, die Chemische Industrie und der Maschinenbau; Lohnabschläge sind überwiegend im Dienstleistungssektor zu verbuchen, an unterster Stelle der Branchenlohnskala rangieren die Bereiche der Privaten Haushalte und der Persönlichen Dienstleistungen, das Gaststätten- und Beherbergungsgewerbe, die Sparte Gebäudereinigung und Abfall sowie der Einzelhandel. Die Branchenlohnstruktur ist über den Beobachtungszeitraum konstant, Produkt-Moment-Korrelationskoeffizienten zwischen den Brancheneffekten der betrachteten Jahre liegen zwischen 0,93 und 0,87, Rangkorrelationskoeffizienten zwischen 0,84 und 0,93, vgl. Tabelle 2. Dabei indiziert die Standardabweichung der Brancheneffekte mit einem Anstieg um 2 %-Punkte von 1984 bis 1987 eine zunehmende Streuung der Branchenlöhne. Diese Ergebnisse für die Bundesrepublik Deutschland sind parallel 3 Die dokumentierten Brancheneffekte p ergeben sich aus den geschätzten d nach p = (ed-l)*100, vgl. Halvorsen / Palmquist 1980. 4 Die Eisen- und Stahlverarbeitende Industrie war in jedem Sample am stärksten besetzt und wurde deshalb als Vergleichsbranche herangezogen. ZWS 112 (1992) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.112.2.201 | Generated on 2023-04-04 12:16:37 Intersektorale Lohndifferentiale 215 * * * * * * * * * * CO Ol CD ir-CSI Ol CSI CSI t> in CO I> m i—l 00 © 00 t> 00 CD Ol CSI 00 CD CS] to CSI oi r^ TtH in 05 t> 00 ^ 00 CO oi 00 CSI [> Ol CM in Ol 00 t> CD LO CD CD lO C-CD 00 I> Oi 00 CD m 1—1 CO CO Oi ^ CO in [> CM^ i—( ©^ <o ©^ i—l rH ^ <N ©^ ©^ i—i csi^ 1-1 <N 1—1 ©^ CM eo a tH iH in 1 ©" 1 1 1 1 1 ©" o" 1 o" 1 o" 1 cT ©" 1 ©" 1 o" 1 ©" 1 1 o o 1 o 1 o 1 cT 1 o 1 o 1 cd" * * * * * * * * * * r—1 CSI CD Ol CD 1—1 m CO 05 TiH m © Ol 00 Ol 00 c-Ol 1—( CD ^ 00 Ol iH CSI Ol © i—l 00 00 i—i CD CO CO CD 1—1 00 CSI 1—1 00 CO 00 CD t> 00 CSI CO CO 1—1 © Ol lO CSI i—i 00 i-H ^ © Th 1-1 CD CO 00 CM 1—1 Ol CO 1 CD ©^ CSJ 1—1 © 1—1 ©^ ©^ in i—i <o i—l CSI CSI 1—1 1-1 CM <N ©^ CSI CM CD^ rH iH O 1 o 1 o 1 o 1 1 1 1 o 1 i-T o 1 o" o" 1 ©~ 1 o" 1 o~ 1 o" 1 o 1 ©^ 1 1 1 ©" 1 o" 1 * * * * * * * * * * * * * * 00 CSI H lO LO m CD CO CO m CD 00 CD 00 1-1 CO CSI Ol rJH t> CD Ol t> © ^ CD 00 CD CD 1—1 CSI iH 00 © I> Oi CSI © 00 © rh Ol t— Ol Ol rH m o 1—1 © in t> 1—1 © © © © © 00 © CD CO CO Ol CO CM m CM r- ©^ ©^ 1—1 r—1 ©^ 1—1 CM^ i—i 1—1 csi^ csi^ ©^ ©^ ©^ 1—1 in © ©^ in cd~ o 1 1 o 1 1 1 © 1 ©" ©" 1 1 o ©~ ©" 1 o 1 1 1 1 o" 1 O 1 o 1 o 1 o 1 O 1 cd" * * * * * * * * * * * * * * CSI Ol CO Ol 1—1 00 rH 00 i—i m © CD Oi CD CD CSI rH CO in CM CD t> H CM IO 00 lO Oi 00 CD CO CSI lO CS] CO CO (M CD CO CM CSI m © i—l t> 00 CD 00 CO CO 1—1 CS] Ol I> 1—1 lO CO © «f © Tt^ I> i—l 00 1—1 1—1 t> Ol Ol m rH i—l 1 ©^ <N 1—1 ©^ ©^ ©^ ©^ in ©^ i—l CSl^ 1—1 i—l ©^ c0„ M ©^ i—l i-l i> iH iH 1 1 o~ 1 o o 1 1 1 ©" 1 o" 1 1—r o 1 O ©" 1 1 ©" 1 o" 1 1 o" o" 1 o 1 o 1 o~ 1 o" 1 o 1 * * * * * * * * * * * * * * * iH CD CO Ol CO [> 1—1 CD LO CO TP m o TP in Ol CO CO 00 I> © CO I> m CD lO CD lO 00 CSI I> CT5 t> m in Oi Ol m CO m CO CO CS] © CO TH 1—I Ol CO i-H CO I> CSI ^ CD © Oi 1-1 I> rH Oi CO i—i rH m ©^ ©^ 1—1 1—1 ©^ 1—1 i—l <N ©^ i-i 1—1 ©^ i-i CO ^ CN ©^ ©^ T—1 rH ^ ©^ ©^ ©^ 1 o 1 ©" 1 1 ©" 1 o 1 ©" 1 © 1 o~ 1 ©~ 1 o" 1 o" o 1 o 1 o 1 o 1 1 o" 1 ©^ 1 o" 1 o" 1 o" 1 o 1 cd" * * * * * * * * * * * I> 00 1—1 1—1 CO Ol © t> in 05 CSI m m 00 © Ol Ol ^ CO CM CO 00 00 cd 00 CD Ol LO CD lO 00 [> CSI i-i m in CO Ol © CSI CO CD CM Ol © © © CO © © 00 l> t> 00 © CD in CO 00 1—1 Oi 1—1 CSI CM m CD CO m CD ©^ 1-1 1—1 ©^ ©^ ©^ ©^ i—i ©^ CO co^ ©^ ©^ i-i t> ©^ CM^ 1 o 1 o 1 ©" 1 1 1 o 1 1 o" o" 1 o" 1 o o ©" 1 o 1 o" 1 1 1 ©~ 1 o" 1 1 o" 1 cd" * * * * * * * * * * * m CD Tt^ 1—1 LO CSI lO lO CSI CD in 00 m CSI Oi © 1—1 Ol I> CSJ CM © 00 © CD lO IO CD © t-I> I> 1—1 CO CSI m CSI Ol Oi CO CO 1—1 CD © I> m 00 CD CS] 1—1 Ol D— t> lO lO 00 CO i—l CO 1—1 CSI © 00 © 1—1 1—1 CM i—l CM 00 CO CO © ©^ <o i—l ©^ ©^ ©^ <N ©^ ©^ rH i-i <N CO <N CD ©^ © i—( i—l co^ ©^ ©^ CO^ 1 1 o 1 ©" 1 1 o 1 1 1 1 o" 1 1 1 ©~ 1 o 1 o" 1 O 1 o" 1 o ©" 1 ©~ 1 ©" 1 o" 1 o" 1 cd" * * * * * * * * * * * * I> CO © CD 00 00 lO Oi m © © I> m Th 00 © m Ol © 00 00 CD CD CD © t> t> CSI CO i> I> m m ^ T—1 CSI © 1—1 CO Ol © in rH CO 1—1 CD CO 1—1 CD rf 1—1 1-1 00 co 1-1 00 CSJ © m 1—1 00 1—1 © CO CM iH m Ol ©^ ©^ i-l ©^ ©^ ©^ ©^ ©^ i-H CO i-H CD ©^ ©^ ©^ CM^ 1 1 ©" 1 © o 1 o 1 1 1 1 1 1 o" o 1 o 1 o" 1 ©" 1 1 1 o" 1 1 o" o" cd" ZWS 112 (1992) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.112.2.201 | Generated on 2023-04-04 12:16:37 216 Elke Maria Schmidt s N £ ê tuo tì cd Längsschnittschätzungen Lwechsler 1 Random 1 CD £> CSI CSI CO Längsschnittschätzungen CÜ X! ^ U TJ ti (D 2 S PQ fc 1 CD £> CSI CSI CO Längsschnittschätzungen le Random 1 3 966 13 236 Längsschnittschätzungen < _ Ti CU £ 1 3 966 13 236 Querschnittschätzungen 1987 0,5713 3 073 Querschnittschätzungen 1986 0,5425 3 377 Querschnittschätzungen 1985 0,5199 3 779 Querschnittschätzungen 1984 0,5497 4 333 Unabhängige Variablen M •05 Th VI VI CSI EH ïs: w 0 w J3 a e T3 d Çj 00 E 1 < '3 » 5 115IÏ -n C w o u, c s « e? ~ 3 fi ^ C 2 «H fi -i M «Issi 1I1SI W e s 8 "-1 o fi * 4» :0 CO O Q 'S-2 g"; 5 -g o il g S»S s Is 2 £ T3 ^ X) 3 ^ CO , « h .ti 1: ö s JJ <u fa 3 -a >h fflMÖ.S S • 'C "S 'C w 3 M fi ja S « 151 c S •s 9 g ^ -s M ö (h M -O CO 0> J3 O Ì -s .a ç e ^ s s W co ; o -fi 0 2 f .3 S "S 2 S 13« J-g :§ g e < ä §5 3 o ? s?s-g Ì-3-g-S § ï S M jS C Il-s gü 11:2 O I g ? â g S -S Q tû-s .H .2 c S 2 S gü S "S S S .g S> oj -a fi N •s £ S S - . £ £ * Ti M <h W L fi -S v fi t: ? i-é-g-l ? 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